普惠金融與城鄉收入差距
——基于省際面板數據的經驗分析

陸鳳芝,黃永興

(安徽工業大學 商學院,安徽 馬鞍山 243002)

普惠金融與城鄉收入差距
——基于省際面板數據的經驗分析

陸鳳芝,黃永興

(安徽工業大學 商學院,安徽 馬鞍山 243002)

基于2005～2014年的省級面板數據測算了各省(市、自治區)的普惠金融指數,并在此基礎上使用面板回歸模型實證研究了普惠金融政策對城鄉收入差距的影響。實證結果表明:從全國層面看,普惠金融的發展有助于縮小城鄉收入差距;從區域層面看,各區域普惠金融的發展對縮小城鄉收入差距存在臨界點效應,東部地區的普惠金融發展水平較高,對縮小城鄉收入差距效果明顯,而中西部普惠金融發展水平相對較低,對縮小城鄉收入差距的效果相對微弱。最后,針對如何縮小城鄉收入差距,從普惠金融視角提出了相關的政策建議。

普惠金融;面板回歸;城鄉收入差距;臨界點效應

一、引言

普惠金融(financial inclusion)在2005年的國際小額信貸年中被首次使用,它倡導有效、全方位地為社會所有階層和群體提供金融服務,這一概念的提出得到了世界各國的積極響應。我國對普惠金融的發展也給予了高度重視,出臺、頒布了一系列重要的普惠金融政策和文件,諸如《國務院辦公廳關于金融服務“三農”發展的若干意見》《國務院辦公廳關于金融支持小微企業發展的實施意見》等。在黨的十八屆三中全會中正式通過《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》,提出“發展普惠金融,鼓勵金融創新”。2016年3月新華社受權發布了“十三五”規劃綱要,該綱要中明確提出要“發展普惠金融和多業態中小微金融組織”。普惠金融在我國推行已有10余年了,其政策效應到底如何?本文從城鄉收入差距角度對該政策效應進行了考察。

城鄉收入差距作為我國學界與政界一直以來關注的熱點與焦點問題之一,時至今日該問題依然嚴峻。據國家統計局官方網站公布的數據在1992年時我國城鎮人均可支配收入為農村居民純收入的2.58倍,在2002年時該收入比已經達到3.11倍,其絕對收入差距為5 227.2元;統計口徑在2013年進行了更改,截止到2012年我國居民城鄉收入比達3.10倍,絕對收入差距已高達16 448.1元。如若考慮城鎮居民享有的補貼或福利項目,如住房公積金、公費醫療、養老保障、失業保險等在市場價值中難以估算,以及收入統計中被忽略的其他因素,城鄉居民的收入差距應該更大[1],我國已經是世界上收入差距最大的國家之一。在我國當前經濟發展水平下,城鄉收入差距與經濟增長之間呈現明顯的負相關關系,城鄉收入差距持續保持較高數值,不僅不利于全民分享經濟發展的成果,還會抑制經濟的增長[2]。城鄉收入差距已經成為制約我國經濟增長的桎梏,普惠金融能否有效縮小我國城鄉收入差距問題也是國家“十三五”規劃的的重大熱門議題,研究普惠金融政策對城鄉收入差距的影響機制問題無疑具有很強的理論與現實意義。

縱觀國內已有文獻,學界基于金融發展視角對城鄉收入差距進行研究,主要集中于金融深度角度(即金融機構的數量和種類)。曹廣喜等指出農村金融支持薄弱成為城鄉收入差距的主要原因[3]。中國農村地區長期遭受著金融排斥,地區金融發展很不平衡,部分地區出現金融空白現象[4]。葉志強使用1978～2006年各省的面板數據對金融深度發展與城鄉收入關系進行了檢驗,發現金融發展阻礙了農村居民收入的增長,金融發展與城市居民的收入無顯著關系[5]。與上述文獻結論相類似,孫永強通過構建一個二元城鄉分析框架,并采用誤差修正模型(VEC)對我國城鄉收入差距與金融發展深度之間的關系進行了研究,發現我國金融城鄉二元結構使得更多的城市居民受益,農村居民和中小企業受益較少,金融深度發展擴大了城鄉收入差距[6]。從上述文獻可以發現,金融深度發展對縮小城鄉收入差距效果并不顯著,甚至擴大了城鄉收入差距。王修華、邱兆祥指出在金融縱深發展的過程中,更應該注重金融的發展寬度[7]。

從金融的發展寬度即普惠金融視角研究我國城鄉收入差距的文獻相對較少。普惠金融在在我國起步較晚,國內學者更多關注的是普惠金融發展水平的評價。王婧、胡國暉利用2002～2011年中國銀行業數據,構建了我國普惠金融指數,并對指數的影響因素進行了分析[8]?；贑hakravarty和Paul的指數構建方案,陳三毛、錢曉萍[9]從銀行業務的可獲得性、銀行業務的實際利用情況兩個維度選取相關指標構建了區域普惠金融指數。焦瑾璞等從金融服務的“可獲得性”“使用情況”及“服務質量”三個維度選取了19個指標,并使用層次分析法(AHP)確定權重構建了我國2013年各省的普惠金融指數[10]。上述具有代表性的文獻,是我國學界在普惠金融研究領域的熱點研究方向,結合普惠金融對收入差距問題進行研究的文獻并不多見。徐敏、張小林使用1985～2014年的數據構建了普惠金融指數,并運用VAR模型、協整等計量方法對我國的普惠金融發展與城鄉收入差距進行了研究,得出兩者具有單向格蘭杰因果的結論[11]。杜強、潘怡基于2006～2013年的省級面板數據構建了各省市普惠金融指數,并對普惠金融與我國東中西部的區域經濟發展進行研究,發現在東部地區普惠金融的發展抑制了經濟發展,在中西部則促進經濟的發展[12]。

本文在梳理已有文獻的基礎上,發現還存在如下三點可以完善的地方:一是已有文獻大都集中于國家層面進行研究分析,但我國幅員遼闊,地區經濟發展差異較大,東部地區金融基礎設施較為健全,中西部地區金融基礎設施發展滯后,統一研究,難免會使研究結論與現實偏離。二是數據的選取時間跨度,我國普惠金融政策最早始于2005年,部分文獻實證分析數據跨度過大,導致研究成果不能反映普惠金融的政策效應。三是部分學者只關注金融深度,忽視普惠金融的研究。

本文試圖從省級面板數據出發,測算普惠金融指數,研究普惠金融政策在城鄉收入差問題上的政策效應。本文的后續安排如下:第二部分為普惠金融指數的構建與測算;第三部分對城鄉收入差距的測算方法及影響因素進行簡要介紹;第四部分為計量模型的設定與實證分析;第五部分給出本文的研究結論,并在此基礎上提出相應的政策建議。

二、普惠金融指數的構建與測算

(一)普惠金融指數的構建

測算普惠金融指數(Financial Inclusion Index,以下簡稱FII)首先要選擇適當的指標,本文借鑒李建偉等的劃分方法從金融服務的地理滲透性、金融服務的可獲得性及金融服務的實際使用情況三個維度出發選取6個指標進行測算[13]?？紤]到我國金融體系以銀行業為主,普惠金融指數測算主要以銀行業金融機構的數據為主(按照《中國區域金融運行報告》的一般統計口徑,銀行業金融機構主要包括大型商業銀行、國家開發銀行和政策性銀行、股份制商業銀行、城市商業銀行、小型農村金融機構、財務公司、信托公司、郵政儲蓄、外資銀行、新型農村金融機構、金融租賃公司、汽車金融公司等),具體指標如表1所示。

(二)普惠金融指數的測算方法

表1 FII各維度具體指標

本文根據Chakravarty 、Pal提出的指數構建方案來測算FII,將各省(市、自治區)每個維度各指標的計算值加總、求均值,最后計算出FII,具體計算方法如下:

(1)

其中,FIIj表示第j個省(直轄市,自治區)的普惠金融指數,此處j=1,2…31;p表示指標個數,此處p的取值為6;xij為第j個省(直轄市、自治區)第i個指標的數值,i=1,2…6;Mi、mi分別為各指標的最大與最小值;r為敏感度常數。

使用上述普惠金融測算方法,計算我國各省(市、自治區)2005～2014年的普惠金融指數。關于r的取值問題,本文借鑒陳三毛、錢小平的方法[9],分別取r=0.25、0.5和0.75時的3種結果進行相關性分析,發現r=0.5時的結果與另兩種情況下的計算結果相關性較高,因此本文取r=0.5。普惠金融的具體計算結果如表2所示。

(三)區域普惠金融指數分析

從表2可以發現東部地區各省(直轄市)的FII大都高于中部地區各省,其中,北京、上海、天津三地FII均超過0.7,東部地區FII靠后的山東與河北兩省也接近0.4。中部地區大多數省份的FII在0.35上下,中部地區FII值明顯落后于東部地區。西部地區各省FII值波動較大,寧夏的FII超過0.5,而廣西、貴州兩地的FII卻不到0.3。中部地區FII值較西部地區更加穩定。

綜上分析可知我國各省(市、自治區)由于經濟發展水平存在差異,各地的金融基礎設施差別也比較大,東部地區普惠金融發展整體好于中西部地區,中部地區普惠金融發展狀況相對西部地區差異較小。因此,研究普惠金融政策對城鄉收入差距的影響問題時分地區進行較為合理,本文將各省(市、自治區)分為東、中、西三個區域進行研究。按照國家統計局網站公布的東、中西區域劃分,東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省(市);中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省;西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個省(市、自治區)。

表2 各省(自治區、直轄市)2005～2014年的FII

三、變量的選擇與數據說明

(一)城鄉收入差距影響指標的選擇

被解釋變量為城鄉收入差距?？紤]到數據的可獲得性與連續性,本文借鑒劉述光等[14]的做法使用城鄉居民收入比測度城鄉收入差距,其中城鎮居民的收入使用城鎮居民人均可支配收入進行測算,農村居民的收入使用農村居民人均純收入進行測算。

解釋變量為普惠金融指數(FII)和其他控制變量。FII衡量各地區的普惠金融發展狀況,具體的測算過程見本文的第二部分普惠金融指數的測算與構建。其他控制變量含城鎮化率、對外開放程度、產業結構、政府支出。

城鎮化有助于縮小城鄉收入差距[15],本文受他們的啟發將城鎮化率作為影響城鄉收入差距的重要影響因素引入計量模型進行考察。城鎮化率使用城鎮居民人口占總人口的比重進行測算,中國城鎮人口的統計是基于戶籍制度進行的,部分城市人口雖然生活在城市但卻沒有城市戶籍,因此不能納入城鎮人口統計口徑,這會導致統計測算偏誤,但限于統計資料的可獲得性,目前還沒有更好的替代指標。

人均GDP:蘇基溶、廖進中[6]指出區域經濟的發展與城鄉居民收入差距呈倒“U”型關系,許明、劉長庚[17]則認為區域經濟的發展水平可以顯著縮小城鄉收入差距。我國東、中、西部區域經濟發展水平差異較大,本文參考他們的做法選取指標人均GDP對區域經濟發展情況進行衡量。

經濟開放程度究竟是擴大還是縮小城鄉收入差距,學界尚無定論。一方面對外開放程度的提高會增加外貿出口,引進更多的外商投資,為國內更多的農村剩余勞動力提供就業崗位,縮小城鄉收入差距;另一方面,開放程度的提高也會引進更先進的生產技術,生產技術外溢效應,僅增加技術工人的需求與工資,農村居民由于教育落后,缺乏專業技術培訓,導致城鄉收入差距的擴大。本文使用進出口總額占GDP的比重(即貿易依存度)衡量對外開放程度。

產業結構:穆懷中、吳鵬[18]在研究產業結構優化與城鄉收入差距關系時使用第二產業與第三產業的比值衡量錢那里標準即產業的優化程度,發現產業結構調整與城鄉收入差距呈倒“U”型關系。鑒于第一產業農林漁牧業為農村居民傳統從事的產業,而一般發展中國家的第三產業大多為勞動密集型產業,本文使用第一產業增加值與第三產業增加值的比值來測度產業的優化升級。

政府支出:地方GDP的增長速度作為地方政府考核的一項重要指標,優先發展城鎮經濟能夠快速帶動經濟的增長。地方政府往往對城鎮的財政投入力度較大,這可能會擴大城鄉收入差距,本文使用地方政府支出占GDP的比重來衡量地方支出因素。

為了消除各數據的異方差與多重共線性問題,本文在測算各指標時都做了取對數處理,上述各變量的具體計算方法與替代符號見表3。

(二)數據說明

本文第二部分測算普惠金融指數所使用的各地區金融機構數,金融機構從業人員數均來自中國人民銀行官網公布的歷年各省(市,自治區)《區域金融運行報告》;各省(市,自治區)的土地面積數據來源于歷年《中國區域經濟統計年鑒》;人口數據來源于歷年《中國人口和就業統計年鑒》;銀行類金融機構人民幣各項存貸款2005～2012年數據來源于《中國區域經濟統計年鑒》,2013、2014年度數據來源于《區域金融運行報告》。測算城鄉收入差距的數據來源于歷年《中國統計年鑒》;其他數據均來源于國泰安(CSMAR)數據庫。

表3 各變量定義表

四、計量模型的設定與實證分析

考慮到我國地域廣闊,東、中、西各區域經濟發展、金融基礎設施建設參差不齊,截面模型難以反映各區域的差異;另外,普惠金融概念引入我國僅十余年,年度數據較少也不適合進行構建時序模型。面板數據模型既能考慮截面數據的個體差異性,又能反應數據間存在的的某種趨同性,本文擬選用面板數據模型進行計量建模。

(一)面板模型簡介

面板數據模型可分為靜態面板與動態面板模型,鑒于動態面板數據模型僅是一個統計模型,不適合對模型的參數進行經濟意義的解釋。本文使用靜態面板數據模型進行實證分析。靜態面板數據模型的一般形式為

Yit=αi+Xitβi+uit.

(2)

靜態面板模型通常有三種選擇形式:(1)混合估計模型。如果從時間角度看,不同個體間不存在顯著差異;若從截面角度看,不同截面也不存在顯著差異,那么就可以把該模型設定為混合估計模型。(2)固定效應模型。從時間(或截面)角度看,模型中解釋變量的系數保持不變,只是模型的截距項隨著個體(或時點)的變化而變化,此時cov(αi,Χit)≠0。(3)隨機效應模型。在固定效應模型的基礎上,若其截距項包含了截面與時間誤差項的平均效應,并且這兩種誤差項都服從正態分布,則固定效應就轉化為隨機效應,此時cov(αi,Χit)=0。通常采用F檢驗判斷使用混合回歸模型還是固定效應模型,然后使用Hausman檢驗判斷使用固定效應模型亦或隨機效應模型,最后進一步確定個體效應、時點與個體時點效應模型。

(二)面板模型的設定

為了考察普惠金融政策對城鄉收入差距的影響,本文采用以上介紹的面板模型,將普惠金融指數與影響城鄉收入差距的其他因素作為自變量,建立全因素回歸模型:

(3)

式中下標i代表各個省(市,自治區),樣本包含大陸31個省(市,自治區);下標t代 表年份,樣本時間跨度從2005至2014年;Ci為截距項;αj、βk、λm、γl、σn、up分別為各解釋變量前的回歸系數;ρi、νi分別為個體效應與時間效應。

(三)實證模型估計

本文使用Eviews 9.0計量分析軟件對我31個省(市、自治區)2005～2014年的面板數據分全國、東、中和西部地區各自進行回歸。先后使用F統計量對模型應進行混合估計與固定效應進行判斷,再使用Hausman檢驗對模型應設定為固定效應還是隨機效應進行分析,最后判定使用個體、時點亦或個體時點模型?；貧w結果如表4所示。

(四)實證結果分析

表4 城鄉收入差距影響因素回歸結果

注：括號中為t統計量,“①”“②”“③”分別表示系數在顯著性水平1%、5%、10%上顯著。

由表4中各F值可知應該拒絕構建混合回歸模型,再對各模型進行Husman檢驗,發現應該建立固定效應模型(限于篇幅限制,對固定效應的個體、時點、個體時點模型選擇,這里直接給出選擇結果,其模型的判別可參考《高級計量經濟學);各模型的擬合度較高,最低值也超過81%,說明模型構建比較合理。

1.普惠金融發展對城鄉收入差距的影響

分析表4可知惠金融的發展能夠顯著縮小城鄉收入差距。從全國層面來看,普惠金融指數在1%的顯著性水平下回歸系數為負值;從區域層面來看,東、中、西各地區的普惠金融發展也能夠縮小城鄉收入差距,東部地區的回歸系數顯著性高度達1%,中西部地區的回歸系數則在5%的顯著性水平下才能通過顯著性檢驗;從面板模型的回歸系數來看,在東部地區普惠金融指數每提高一個百分點就會使城鄉收入差距降低4.16%,而對中西部地區,普惠金融指數提高一個百分點僅降低城鄉收入差距為1%左右。

楊楠、馬綽欣利用面板門檻模型研究金融發展對城鄉收入差距的影響機制時發現金融發展會拉大城鄉收入差距且存在門檻效應[19],而陳銀娥等指出我國普惠金融聚集在較低水平,且大體呈現從東向西的梯度遞減分布[20]。本文實證結果顯示:我國的普惠金融整體發展水平還比較低,普惠金融對城鄉收入差距的影響則存在一定的臨界點規模效應,達到臨界點之前普惠金融對城鄉收入差距的影響相對微弱,達到臨界點之后普惠金融的發展對城鄉收入差距縮小的效果更加顯著。東部地區普惠金融發展率先達到一個較高的水平,所以該地區普惠金融縮小城鄉收入差距的效果較為顯著;中西部地區普惠金融發展水平較低并未達到臨界點,其縮小城鄉收入差距的效果也就相對微弱。

2.其他解釋變量對城鄉收入差距的影響

無論從全國層面還是東、中、西區域層面,解釋變量人均GDP的回歸系數均為負值,這說明經濟發展可以縮小城鄉收入差距,這與許明、劉長庚[17]的研究結論相一致。產業結構與對外開放程度的回歸系數在全國層面以及中西部區域層面的回歸系數均為負值,但在東部地區的回歸系數為正值,這說明產業結構與對外開放程度在中西部能夠縮小城鄉收入差距,在東部則擴大了城鄉收入差距。究其原因,中西部地區第三產業主要為勞動密集型產業,對外開放與產業結構的優化升級都會吸引大量農村剩余勞動力就業,縮小城鄉收入差距;而東部沿海地區的經濟發展水平已經接近于發達國家,產業結構已逐漸升級為技術密集型,對外開放程度相對內陸地區也較高,東部地區的工作崗位更傾向于吸收技術人才,一些簡單的勞動正在被機械化替代。因此,東部地區生業優化升級與對外開放程度的提高不僅不能縮小城鄉收入差距,甚至會擴大城鄉收入差距。城鎮化率從全國層面看是縮小城鄉收入差距的,但在東部和中部卻擴大了城鄉收入差距;地方政府支出無論從全國層面還是東、中西區域層面都沒能通過顯著性檢驗,但回歸系數都為負值,有助于縮小城鄉收入差距。

五、 結論與政策建議

本文基于2005～2014年間的省際面板數據,進行普惠金融指數測算,并構建面板模型實證研究了全國層面與東、中、西區域層面普惠金融發展對城鄉收入差距的影響。研究發現:第一,我國各地區普惠金融發展極不平衡,東部地區普惠金融發展水平整體高于中、西部地區,中部地區各省(市、自治區)普惠金融發展水平兩極化程度相對西部地區較小。第二,無論從全國層面,還是東、中西區域層面普惠金融的發展都能夠縮小城鄉收入差距。但普惠金融發展對城鄉收入差距的縮小具有臨界點效應,在普惠金融發展水平相對較高的東部地區,普惠金融縮小城鄉收入差距的效應相對顯著;在普惠金融發展水平較低的中、西部地區,普惠金融縮小城鄉收入差距的效應則相對微弱。第三,區域經濟發展水平在全國各地區都有助于縮小城鄉收入差距,而對外開放程度的擴大與產業結構優化升級在中西部是縮小城鄉收入差距的,但在東部卻擴大城鄉收入差距;城鎮化率的提高在西部地區可以縮小城鄉收入差距,但在東、中部地區卻擴大了城鄉收入差距。

針對以上結論,本文從普惠金融視角對縮小城鄉收入差距提出以下政策建議:

首先,結合各區域實際情況,制定普惠金融發展策略。我國金融資源分配失衡現象嚴重,中西部地區基層金融基礎設施建設薄弱,應加大金融機構網點建設,擴招金融機構從業人員,努力提高金融服務的地理滲透性。對于金融基礎設施較為完善的東部地區應該致力于普惠金融服務產品、模式與技術的創新。

其次,降低各區域的金融市場準入機制,增加普惠金融發展渠道。國有金融機構進行商業化改革后,為了實現規模經濟、規避風險,實現利潤最大化,對農村居民的惜貸現象普遍存在,導致農村地區處于金融排斥之中。當前,應該積極放開金融市場準入機制,鼓勵村鎮銀行等非正規金融機構的發展,提高農村地區金融服務的可獲得性,為農村的經濟發展提供有效的資金來源,進而縮小城鄉收入差距。

最后,大力發展、推廣互聯網技術,擴大普惠金融覆蓋范圍。在大數據、云計算等技術的支撐下,互聯網已經成為人們獲取資金的便捷平臺。但我國農村地區互聯網信息不暢,很多農民難以利用“眾籌”等網絡平臺籌集資金,使得農村生產要素的購買下降,抑制農村經濟發展,阻礙城鄉居民收入差距的縮小。另外,互聯網金融安全問題也是人們關注的核心問題之一。因此,大力發展互聯網技術,并加強互聯網安全監管,將其在農村地區推廣,有利于提高農村居民金融服務的實際使用情況,突破金融壟斷,降低農村居民的融資成本,逐漸縮小城鄉收入差距。

[1]李實,羅楚亮.中國收入差距究竟有多大?:對修正樣本結構偏差的嘗試[J].經濟研究,2011,(4):68-79.

[2]鈔小靜,沈坤榮.城鄉收入差距、勞動力質量與經濟增長[J].經濟研究,2014,(6):30-43.

[3]曹廣喜,夏健偉,馮躍.區域金融發展與城鄉收入差距關系的經驗分析:以江蘇省為例[J].經濟地理,2007,(5):726-729.

[4]田杰,陶健平.農村金融排除對城鄉收入差距的影響:來自我國1 578個縣(市)面板數據的實證分析[J].中國經濟問題,2011,(5):56-64.

[5]葉志強,陳習定,孫永強.金融發展能減少城鄉收入差距嗎?:來自中國的證據[J].金融研究,2011,(2):42-56.

[6]孫永強.金融發展、城市化與城鄉居民收入差距研究[J].金融研究,2012,(4):98-109.

[7]王修華,邱兆祥.農村金融發展對城鄉收入差距的影響機理與實證研究[J].經濟學動態,2011,(2):71-75.

[8]王婧,胡國暉.中國普惠金融的發展評價及影響因素分析[J].金融論壇,2013,(6):31-36.

[9]陳三毛,錢曉萍.中國各省金融包容性指數及其測算[J].金融論壇,2014,(9):3-8.

[10]焦瑾璞,黃亭亭,汪天都,等.中國普惠金融發展進程及實證研究[J].上海金融,2015,(6):12-22.

[11]徐敏,張小林.普惠制金融對城鄉居民收入差距的影響[J].金融論壇,2014,(9):9-15.

[12]杜強,潘怡.普惠金融對我國地區經濟發展的影響研究:基于省際面板數據的實證分析[J].經問題探索,2016,(3):178-184.

[13]李建偉,李樹生,胡斌.具有普惠金融內涵的金融發展與城鄉收入分配的失衡調整:基于VEC模型的實證研究[J].云南財經大學學報,2015,(1):110-116.

[14]劉述光,楊新銘,王博.金融發展與中國城鄉收入差距形成:基于分省面板數據的實證檢驗[J].南開經濟研究,2013,(5):50-59.

[15]呂煒,高飛.城鎮化、市民化與城鄉收入差距:雙重二元結構下市民化措施的比較與選擇[J].財貿經濟,2013,(12):38-46.

[16]蘇基溶,廖進中.中國金融發展與收入分配、貧困關系的經驗分析:基于動態面板數據的研究[J].財經科學,2009,(12):10-16.

[17]許明,劉長庚.區域經濟發展水平與城鄉收入不平等:基于我國29省際面板數據的實證分析[J].經濟問題探索,2015,(1):89-95.

[18]穆懷中,吳鵬.城鎮化、產業結構優化與城鄉收入差距[J].經濟學家,2016,(5):37-44.

[19]楊楠,馬綽欣.基于面板門檻模型的我國金融發展對城鄉收人差距影響機制研究[J].數理統計與管理,2014,(3):478-489.

[20]陳銀娥,孫瓊,徐文赟.中國普惠金融發展的分布動態與空間趨同研究[J].金融經濟學研究,2015,(6):72-81.

[責任編輯:陳宇涵]

2016-11-04

陸鳳芝,1990年生,男,安徽定遠人,安徽工業大學碩士生,研究方向為數理金融、普惠金融,(電子信 箱)ahtulfz@163.com。黃永興,1965年生,男,江蘇海門人,安徽工業大學教授,研究方向為現代計量 經濟理論及其應用。

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.04.015

F832.1;F126.2

A

1672-5956(2017)04-0103-09